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Vol. 25. Núm. 2. - 2019. Páginas 139 - 146

Propiedades Psicométricas del Cuestionario QEWB de Bienestar Eudaimónico en Adolescentes

[Psychometric properties of the QEWB questionnaire on eudaimonic well-being in teenagers]

Carlos Salavera y Pablo Usán


Universidad de Zaragoza, España


https://doi.org/10.5093/psed2019a3

Recibido a 7 de Mayo de 2018, Aceptado a 7 de Febrero de 2019

Resumen

El bienestar eudaimónico se basa en el desarrollo de las capacidades de la persona, desde la premisa de que la gente se siente feliz si experimenta propósitos de vida, desafíos y crecimiento. Se evaluó a 1,031 estudiantes de Secundaria de 12 a 17 años (49.37% varones, Medad = 14.91 años). Se desarrollaron dos estudios: 1) se realizó la traducción del cuestionario QEWB al español y se evaluó su consistencia interna, estructura factorial y validez convergente y 2) se efectuó el análisis factorial confirmatorio del cuestionario. El análisis factorial exploratorio del cuestionario QEWB difirió de la idea de un bienestar eudaimónico unidimensional y de la formada por tres y cuatro dimensiones, mostrando un modelo de seis factores, que presenta una varianza acumulada del 57.84%, coincidente con la idea inicialmente propuesta desde la teoría. Por su parte, el análisis factorial confirmatorio confirmó la adecuación del modelo, con un modelo sustentable compuesto por los seis factores identificados originalmente y 21 ítems. El QEWB es un instrumento fácil de comprender y rápido de cumplimentar, por lo que se considera útil para la evaluación del bienestar eudaimónico en adolescentes. Como conclusiones, afirmar que este cuestionario puede ser una herramienta de rápida aplicación, válida y fiable, para determinar el bienestar eudaimónico en los adolescentes.

Abstract

The eudaimonic well-being is based on the development of a person’s capacities, from the premise that people feel happy if they experience life goals, challenges, and growth. We evaluated 1,031 Secondary students aged from 12 to 17 years (49.37% male, Mage = 14.91 years). Two studies were carried out: 1) the QEWB questionnaire was translated into Spanish and its internal consistency, factorial structure, and convergent validity were evaluated; and 2) the confirmatory factorial analysis of the questionnaire was carried out. The exploratory factorial analysis of the QEWB questionnaire differed from the idea of a one-dimensional eudaimonic well-being and of the three- and four-dimensional model, showing a six-factor model, which has a cumulative variance of 57.84%, coinciding with the idea initially proposed from the theory. For its part, the confirmatory factor analysis confirmed the adequacy of the model, with a sustainable model composed of the six factors originally identified and 21 items. The QEWB is an easy to understand and quick to complete instrument, a reason why it is considered useful for the evaluation of eudaimonic well-being in adolescents. As a conclusion, this questionnaire is a tool of quick application, valid, and reliable to determine the eudaimonic well-being in the adolescents.

Extended Summary  

Palabras clave

Bienestar eudaimónico, Propiedades, Estudiantes de secundaria, Adolescentes.

Keywords

Eudaimonic well-being, Properties, Secondary students, Teenagers.

Introducción

El bienestar subjetivo históricamente se ha explicado desde sus dos concepciones clásicas: las perspectivas hedónica y eudaimónica (Baptista et al., 2016; Cooke, Melchert y Connor, 2016; Lent, 2004; Ryan y Deci, 2001). Lo hedónico, está referido a aquello que proporciona placer o se relaciona con él, se encuentra vinculado a la experiencia subjetiva del placer, independientemente de las fuentes de las que derive ese placer, considerando que el bienestar subjetivo refleja un estado interno que abarca una variedad de evaluaciones subjetivas sobre la calidad de la vida en un sentido amplio (Kahneman, Diener y Schwarz, 1999). El enfoque hedónico plantea la importancia de involucrarse en actividades que generan experiencias emocionales positivas, ausencia de estados de ánimo negativos y satisfacción general con la vida (Diener, 1984), encaminados a la satisfacción de los propios deseos. Se ha medido con instrumentos como la Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS; Pavot y Diener, 1993), diseñada para medir subjetivamente los juicios globales que tiene la persona sobre su satisfacción con la vida.

Por otra parte, la eudaimonia se ha centrado en factores que promueven el crecimiento personal y la realización del propio potencial humano. La perspectiva eudaimónica considera que el bienestar subjetivo es un estado a largo plazo de funcionamiento psicológico positivo, resultado de un estado de compromiso con los diversos desafíos de desarrollo y existenciales de la vida, el significado y la autorreflexión (Ryan y Deci, 2001; Waterman, 1993). Se ha medido usando la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff (1989), que evalúa eudaimonia en términos de cualidades asociadas con el funcionamiento psicológico positivo como son autonomía, crecimiento personal, autoaceptación, propósito de vida, dominio y relación positiva. Dicho de otra forma, la hedonia surge de conseguir cosas que uno quiere, mientras la eudaimonia se encuentra entre las cosas que uno quiere. Waterman (2008) sostiene que no es posible experimentar eudaimonia en ausencia de hedonia. Pero aunque existe una alta correlación entre las medidas de hedonia y eudaimonia también muestran algunas diferencias (Waterman, 1993, 2008). Las actividades de eudaimonia necesitan un gran esfuerzo y se asocian con oportunidades de avanzar en el potencial personal, están caracterizadas por un equilibrio de desafíos y habilidades y están asociadas con unos objetivos claros. Por otra parte, las actividad hedónicas olvidan los problemas personales y están relacionadas con cuestiones como sentirse relajado, emocionado, contento o feliz. Waterman (2008) propuso que es preferible trabajar en la eudaimonia, dado que ofrece oportunidades para que las personas desarrollen su potencial personal, con una perspectiva filosófica que sitúa la autorrealización como el elemento central de la eudaimonia. Para medir este bienestar subjetivo dentro de la tradición eudaimónica, Waterman et al. (2010) desarrollaron un nuevo instrumento: el Cuestionario para el Bienestar Eudaimónico QEWB. En relación al bienestar subjetivo, Merino, Privado y Gracia (2015) establecieron una escala de funcionamiento positivo (FPP) formada por 11 recursos psicológicos (autonomía, resiliencia, autoestima, propósito en la vida, disfrute, optimismo, curiosidad, creatividad, humor, dominio del entorno y vitalidad) agrupados en factores de primer y segundo orden en una muestra de estudiantes mexicanos. Por último. Oliveira, Merino, Privado y Almeida (2018) adaptaron la anterior escala a estudiantes portugueses denotando una gran fiabilidad y validez.

El Cuestionario de Bienestar Eudaimónico

Desarrollado desde una definición operacional de bienestar eudaimónico, con una comprensión filosófica del funcionamiento eudaimónico, el Cuestionario de Bienestar Eudaimónico (QEWB) intenta responder a conceptos como la búsqueda de la excelencia, la virtud y la autorrealización. Los ítems de este cuestionario se refieren a un nivel general de funcionamiento eudaimónico y no a experiencias asociadas con actividades específicas.

Este cuestionario fue diseñado para evaluar seis categorías interrelacionadas con fuertes vínculos filosófico-psicológicos: 1) sentido de control o autonomía, 2) sensación de significado y propósito, 3) expresividad personal, 4) sentimiento de pertenencia, 5) contribución y competencia social y 6) crecimiento personal y auto-aceptación. El instrumento incluye 21 ítems que reflejan una única construcción común de bienestar eudaimónico, partiendo de la suposición de ser una medida unidimensional (Waterman et al., 2010). Más tarde, Schutte, Wissing y Khumalo (2013) realizaron un estudio con este cuestionario (QEWB) que reveló una estructura de factores multidimensional, con dos soluciones, una con tres factores (sensación de significado y propósito, expresividad personal, contribución y competencia social) con un 41.99% de varianza explicada) y otra con cuatro factores (sensación de significado y propósito, sentido de control y autonomía, contribución y competencia social, crecimiento personal y autoaceptación) que explicó algo más de varianza (47.60%). Uno de los propósitos de este estudio era evaluar si el modelo teórico original de seis factores propuesto por Waterman (2008) presentaba un mejor ajuste que el modelo unidimensional utilizado por Waterman et al. (2010) para el cuestionario de bienestar eudaimónico QEWB y los modelos de tres o cuatro factores propuestos por Schutte et al. (2013).

El Presente Estudio

El objetivo del presente estudio era evaluar la posibilidad de utilización de la Escala de Bienestar Eudaimónico QEWB con población adolescente como instrumento de evaluación de este bienestar. Para ello, además del cuestionario de bienestar eudaimónico se seleccionó una prueba de personalidad (ZKPQ-50-CC; Aluja et al., 2006) y un cuestionario de inteligencia emocional (TEIQue-SF; Petrides, 2009), que entiende esta como posible rasgo inherente al bienestar. La investigación se realizó con dos estudios: en el primero se llevó a cabo la traducción de la escala QEWB al español y se evaluó su consistencia interna, estructura factorial y validez convergente; en el segundo estudio se realizó el análisis factorial confirmatorio de la escala. Por lo tanto, el objetivo de nuestro trabajo es la adaptación del cuestionario de Waterman et al. (2010) para medir el bienestar eudaimónico en población adolescente, analizando sus propiedades psicométricas (validez de constructo, estructura factorial y consistencia interna).

Método

Participantes

Como puede verse en la Tabla 1, la muestra de la investigación se conformó para los dos estudios con 1,031 estudiantes de Secundaria: 509 varones (49.37%) y 522 mujeres (50.63%); la edad media de los participantes se situó en 14.91 años, con un rango entre los 12 y 17 años y una desviación estándar de 1.61. En el primer estudio participaron 525 participantes (258 varones y 267 mujeres) y 506 participantes (251 varones y 255 mujeres) en el segundo estudio. La participación de todos fue voluntaria, firmándose el consentimiento informado y respetándose las normas éticas de la Declaración de Helsinki y cumpliéndose los criterios éticos de investigación con seres humanos (consentimiento informado, derecho de información, protección de datos personales y garantías de confidencialidad, no discriminación, gratuidad y posibilidad de abandonar el estudio en cualquiera de sus fases). Para verificar que los cuestionarios se comprendían correctamente, antes del desarrollo de la investigación se administraron las escalas a un pequeño grupo de participantes (n = 56) para confirmar que se entendían perfectamente todos y cada uno de los ítems. La administración final de la escala fue aplicada en cada una de las clases en presencia del investigador principal. Los cuestionarios se recogieron individualmente, de acuerdo al orden de finalización por parte de los estudiantes, de tal manera que cualquier error pudo ser detectado y se comprobó que no quedaba en blanco ninguna respuesta. Realizado el cálculo de la representatividad de la muestra según la fórmula muestral (Botella, Suero y Ximénez, 2012), con un nivel de confianza del 99% y un error muestral del 5%, se obtuvo que la muestra final encuestada resultó representativa de la provincia de Zaragoza.

Tabla 1

Distribución de la muestra en los dos estudios (N = 1,031)

Instrumentos

Cuestionario de bienestar eudaimónico QEWB (Waterman et al., 2010). Fue desarrollado como un nuevo instrumento que reflejara con precisión la representación filosófica de la eudaimonia. Incluye 21 artículos, entre ellos 7 artículos redactados en dirección negativa y que necesitan puntaje invertido. En el presente estudio, utilizamos una escala de respuesta Likert de 6 puntos (de 1 = totalmente en desacuerdo a 6 = totalmente de acuerdo) para evitar la posibilidad de elegir un valor neutral en la escala y tener una aproximación más adecuada de la continuidad subyacente del proceso de respuesta, que es una suposición de estimación de máxima verosimilitud (Finney y DiStefano, 2013). En la presente investigación, la fiabilidad de la escala fue de α = .84, similar a la escala original (α = .83).

Para la adaptación del Cuestionario de Bienestar Eudaimónico (QEWB) al español se siguió el procedimiento clásico de traducción hacia atrás (Muñiz, Elosua y Hambleton, 2013), que comprende los siguientes pasos:

  • Se traduce la escala al español partiendo de la versión original en inglés, por parte de dos personas bilingües con experiencia en el ámbito de la evaluación psicológica. Ambas traducciones se comentan con el equipo de la investigación, hasta alcanzar un consenso y generar una primera versión de la escala en español.
  • Un psicólogo con experiencia laboral en países de habla inglesa evalúa la equivalencia conceptual, la claridad y la naturalidad de cada una de las frases y opciones de respuesta de esta primera versión. Con las modificaciones oportunas, se obtiene una segunda versión.
  • Se realiza una consulta de esta primera versión con psicólogos que trabajan temas de bienestar subjetivo.
  • La segunda versión en español, se traduce de nuevo al inglés por parte de una traductora bilingüe nativa en la lengua inglesa de origen.
  • Se realiza un prueba piloto con 56 personas con la finalidad de evaluar la comprensión, tiempo necesario para la cumplimentación, claridad de las preguntas y adecuación de las respuestas.
  • Con el resultado de estas pruebas, el equipo encargado de la investigación realiza una tercera versión de la escala QEWB que se aplica para analizar su idoneidad para población española.

Cuestionario de inteligencia emocional para adolescentes TEIQue-ASF (Trait Emotional Intelligence Adolescent Questionnaire; Petrides, 2009).

Está basado en la teoría y en el modelo de la IE rasgo, en cuyo marco la inteligencia emocional se conceptúa como un rasgo de personalidad, localizado en los niveles inferiores de las jerarquías de la personalidad. Consta de 30 ítems, con formato Likert de 7 puntos. Comprende cuatro factores: 1) bienestar, 2) habilidades de autocontrol, 3) habilidades emocionales y 4) habilidades sociales. Posee una fiabilidad alta (α = .83). En la presente investigación, la fiabilidad de la escala fue de α = .81.

Cuestionario de personalidad ZKPQ-50-CC (Aluja et al., 2006). Esta es una escala que evalúa la personalidad del sujeto mediante autoinforme y está compuesto de 50 ítems en formato dicotómico (verdadero-falso). Este instrumento evalúa las diferentes dimensiones de la personalidad siguiendo el modelo de los “cinco alternativos” de Zuckerman (1993): neuroticismo-ansiedad, impulsividad-búsqueda de sensaciones, actividad, sociabilidad y agresión-hostilidad. Se ha constatado que el ZKPQ-50-CC presenta elevada consistencia interna (α = .78) y adecuada validez convergente. En esta muestra, el alfa de Cronbach fue de .82.

Procedimiento

La muestra estuvo formada por 1031 participantes, los cuales pertenecían a 6 centros educativos de Zaragoza. De ellos, cuatro eran de titularidad pública (n = 677) y dos de titularidad privada (n = 354). De ellos, un 26.47% cursaban estudios de 1º de Educación Secundaria Obligatoria (n = 273), un 25.50% realizaba 2º curso (n = 263), un 24.73% cursaba 3º curso (n = 255) y un 23.27% estaba en 4º curso (n = 240). Para los estudios 1 y 2 se realizó una investigación instrumental (Ato y Vallejo, 2015), destinada a analizar las propiedades psicométricas del cuestionario QEWB (Waterman et al., 2010) y evaluar su estructura factorial latente.

Para la selección de la muestra se solicitó la colaboración de los centros mediante llamada telefónica y una vez confirmada la participación se elaboró la lista de centros. En el momento de la entrega de cada escala se procedió a explicar a los participantes el objetivo de la investigación, incidiendo en la importancia que tenía la cumplimentación de todos los ítems. Los participantes tenían treinta minutos para completar los cuestionarios que se acababan de describir y el consentimiento informado. En todos los casos se les recordaba que la información recogida era anónima y confidencial. Los datos del presente estudio se obtuvieron entre los meses de octubre y noviembre de 2017.

Análisis de los Datos

Estudio 1. Para las características sociodemográficas de la muestra y las características de la misma se calcularon estadísticos descriptivos: medias y desviaciones típicas para las variables cuantitativas y porcentajes para las variables nominales. Para determinar las propiedades psicométricas del cuestionario se analizó su fiabilidad y validez. Para el estudio de la fiabilidad se calculó la consistencia interna mediante el alfa de Cronbach (1951) para la escala total y para cada uno de los ítems de la misma el alfa corregido de la escala y las subescalas sin la inclusión del ítem. La validez convergente se estudió por medio del coeficiente de correlación de Pearson de cada ítem con la subescala a la que pertenecía y con las puntuaciones totales, para comprobar si estas correlaciones superaban el valor de .40. Además se analizaron las correlaciones entre cada subescala y de éstas con las puntuaciones totales de la escala. El análisis de la validez de constructo se llevó a cabo mediante análisis factorial, con extracción inicial de factores según el método de componentes principales y rotación oblicua (varimax) como procedimientos más utilizados en los análisis factoriales exploratorios de elaboración de cuestionarios. Para la inclusión de los ítems en los factores se consideraron los pesos factoriales superiores a .400. Para la valoración de la adecuación del modelo factorial a los datos se calculó el índice de Kaiser-Meyer-Olkin y la prueba de esfericidad de Bartlett.

Estudio 2. Se examinaron los siguientes índices de bondad de ajuste: la prueba de chi-cuadrado (χ2), el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de Tucker-Lewis (TLI) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) con su intervalo de confianza del 90%. De acuerdo con las pautas de interpretación típicas (Marsh, Hau y Wen, 2004), los valores superiores a .90 y .95 para el CFI y TLI se consideran indicativos de un ajuste adecuado y excelente a los datos, respectivamente, mientras que valores menores de .08 ó .06 para el RMSEA admiten un ajuste de modelo aceptable y excelente, respectivamente.

Resultados

Los resultados se estructuraron según las etapas del proceso de investigación. A continuación se describen los hallazgos del estudio 1 (validez de constructo, análisis de consistencia interna, validez convergente y análisis factorial exploratorio - AFE) y del estudio 2, que comprende el análisis factorial confirmatorio (AFC) del cuestionario.

Estudio 1

Validez de constructo. El objetivo de la investigación era validar el cuestionario QEWB (Waterman et al., 2010). Tras realizar los procesos de traducción, el primer paso fue estudiar la validez de constructo del cuestionario.

Se empleó el método de componentes principales con rotación varimax una vez comprobada la viabilidad del análisis factorial con los siguientes criterios: la matriz de correlaciones presentó un gran número de correlaciones (87.30%) con un valor superior a .30 con determinante igual a .002 y el resultado del test de esfericidad de Bartlett mostró que las variables no eran independientes (prueba Bartlett = 1,804.38, p < .001). El test de Kaiser- Meyer-Olkin (KMO) de adecuación de la muestra fue de .849, que está por encima de .70 y por lo tanto puede considerarse “buena” (Hutcheson y Sofroniou, 1999), indicando que las correlaciones entre parejas de variables pueden ser casi explicadas por las restantes variables. Todos los valores del Measures of Sampling Adequacy (MSA) se encontraban por encima de .80. Estos valores indican que es adecuado realizar un análisis factorial de la matriz de correlaciones. Como se aprecia en la Tabla 2 se obtuvieron seis componentes con eigenvalue mayor que 1, tomando como criterio asignar un ítem al componente en el que presentara una carga factorial mayor de .40, que explicaron el 57.84% de la varianza total.

Tabla 2

Porcentaje de varianza explicado por los seis componentes del cuestionario QEWB

En el componente correspondiente a sensación de significado y propósito se encontró la mayor saturación (13.40%), seguido del componente contribución y competencia social (10.58%), y los componentes crecimiento personal y autoaceptación (9.92%), sentido de control o autonomía (9.57%), expresividad personal (8.33%) y sentimiento de pertenencia (6.05%).

La matriz de componentes extraídos mediante el análisis de componentes principales muestra los componentes resultantes y los ítems del cuestionario incluidos en cada uno de ellos, así como sus saturaciones correspondientes. Se refleja la mayor saturación de cada ítem (Tabla 3). Para poder realizar comparaciones, se optó por utilizar el planteamiento que define el ajuste de un modelo a los datos como bueno si la razón entre chi-cuadrado y los grados de libertad no supera el valor de 3 (Hu y Bentler, 1999). En la investigación las escalas, mostraron un valor menor de tres, lo que indica su buen ajuste y su validez interna.

Tabla 3

Matriz de componentes principales

Validez convergente. A continuación, se analizaron los diferentes componentes, para comprobar la existencia de relaciones significativas entre las dimensiones de la escala: 1) sentido de control o autonomía, 2) sensación de significado y propósito, 3) expresividad personal, 4) sentimiento de pertenencia, 5) contribución y competencia social y 6) crecimiento personal y autoaceptación. Se calcularon los coeficientes de correlación de Pearson entre los componentes del cuestionario QEWB (Tabla 4).

Tabla 4

Correlaciones de Pearson entre los componentes del cuestionario QEWB

Se analizaron también las correlaciones del cuestionario QEWB con el cuestionario de inteligencia emocional TEIQ-SF y el cuestionario de personalidad ZKPQ-50-CC (Tabla 5). Las dimensiones del cuestionario QEWB con los otros instrumentos presentaron correlaciones estadísticamente significativas, las más fuertes (p ≥ .4) de las cuales correspondieron al componente de crecimiento personal y auto-aceptación con los componentes que medían inteligencia emocional y personalidad.

Tabla 5

Correlaciones con los componentes del QEWB, TEIQ-SF y ZKPQ-50-CC

Fiabilidad. Con el objetivo de comprobar la fiabilidad del instrumento se calculó la consistencia interna de la prueba, mediante el coeficiente de Cronbach, dado que esta escala no está adaptada al español y se quería analizar la adaptación que se realizó para la investigación. Para ello se obtuvieron los estadísticos que se ofrecen en la Tabla 6. Todos los ítems del cuestionario presentan un alfa de Cronbach superior a .80 y por tanto se puede asumir que los ítems que las forman miden un mismo constructo y que están altamente correlacionados. Este coeficiente, desde el punto de vista de la fiabilidad del cuestionario, se puede calificar de bueno, con valores de .84 en el cuestionario. Los valores por encima de .80 se suelen considerar buenos, lo que indica una gran consistencia interna entre los elementos del cuestionario.

Tabla 6

Consistencia interna de los componentes del cuestionario QEWB

Estudio 2

Análisis factorial confirmatorio. Para el estudio de la estructura interna se utilizó el análisis factorial confirmatorio, que proporciona el marco estadístico adecuado para evaluar la validez y la fiabilidad de cada ítem, en lugar de efectuar sólo valoraciones globales, guiando al investigador para que optimice el proceso de construcción o adaptación del cuestionario (Batista y Coenders, 2000).

Tabla 7

Análisis factorial confirmatorio del cuestionario QEWB

En la Figura 1 se muestra el resultado de este análisis factorial confirmatorio (AFC) del modelo generado en el estudio exploratorio, con ecuaciones estructurales mediante el método de extracción de máxima verosimilitud, confirmando la adecuación del modelo, ya que se obtuvo un modelo sustentable compuesto por los seis componentes identificados y 21 ítems en total.

Figura 1

Solución estandarizada del análisis factorial confirmatorio del cuestionario QEWB según los factores resultantes del análisis factorial exploratorio.

Por lo que se refiere al ajuste del modelo, los diversos índices de ajuste resultaron adecuados, por lo que se puede afirmar que el modelo propuesto acerca de la estructura factorial de la escala es sustentable: χ2(346) = 621.10, p < .001, χ2/gl = 1.79, CFI = .94, NFI = .88, TLI = .93, RMSEA = .05, IC 95% [.04-.05].

La estructura factorial se analizó mediante un análisis factorial confirmatorio en el que se planteó un modelo de seis componentes. Los índices mostraron un buen ajuste del modelo planteado. Los resultados obtenidos en estos índices (Figura 1) permiten concluir que el modelo propuesto presenta una aproximación óptima a los datos y puede contribuir a dar soporte a la hipótesis de la validez del cuestionario del modelo. En este modelo de seis componentes, los índices CFI, TLI y RFI fueron todos cercanos a .90 y el RMSEA fue pequeño (.040), lo que indica que este modelo mostró un aceptable ajuste a los datos. El ajuste a los datos del modelo jerárquico propuesto de seis componentes (Tabla 7) fue significativamente mejor en comparación con un modelo jerárquico unidimensional (χ2 = 10,406.72, gl = 351, p < .001) y los modelos de tres (χ2 = 2,606.20, gl = 349, p < .001) y cuatro componentes (χ2 = 1,678.20, gl = 348, p < .001).

Discusión

El objetivo de este trabajo era analizar la validez del cuestionario QEWB como instrumento de evaluación del bienestar eudaimónico en población adolescente, así como la realización de un análisis factorial confirmatorio de la escala. En este estudio se ha validado dicho cuestionario de bienestar eudaimónico (QEWB) siguiendo un proceso protocolizado de traducción y adaptación y posteriormente analizando sus propiedades psicométricas. Se presentan tanto el procedimiento que se ha realizado para garantizar la equivalencia cultural y lingüística de la escala con su versión original como los análisis que apoyan la consistencia interna, la validez y la estructura factorial de la misma. Los principales resultados obtenidos tras realizar el análisis factorial del cuestionario QEWB muestran una estructura formada por seis dimensiones, con una saturación de los ítems elevada, lo que refleja una buena consistencia interna (.843) del cuestionario, similar a la escala original (Waterman et al., 2010). Los resultados mostraron claramente que los componentes del cuestionario QEWB presentan una varianza acumulada del 57.84%. Además se reportan evidencias en favor de la validez en relación con otras variables, ya que se comprobó que la suma de los componentes del cuestionario QEWB muestra una adecuada fiabilidad en las diferentes subescalas siguiendo una línea de resultados que coincide con Oliveira et al. (2018) en cuanto a la validez y fiabilidad en la muestra adaptada a estudiantes portugueses universitarios

Además, tras explorar la estructura factorial subyacente en el cuestionario de bienestar eudaimónico, se ha podido observar que en nuestro estudio se mantienen los índices de fiabilidad para cada una de las seis subescalas del cuestionario, ya que los coeficientes de fiabilidad que se obtuvieron en las muestras originales son similares. Se puede determinar, por consiguiente, que dicha prueba mantiene su consistencia en la valoración de esta al ser traducida al español y empleada con adolescentes. Del mismo modo, Merino et al. (2015) también presentan una adecuada fiabilidad y validez en una muestra de adolescentes mexicanos. Verificando su estructura de seis componentes, se evidencia empíricamente la validez de constructo. Nuestros resultados muestran que el QWEB no tiene una estructura unidimensional simple, como indican Waterman et al. (2010) en su estudio de validación del instrumento y el modelo de la presente investigación de seis componentes explicó un 57.84% de la varianza del bienestar eudaimónico, presentando un mejor ajuste que los modelos de tres y cuatro componentes planteados por Schutte et al. (2013) y acercándose más al modelo teórico planteado inicialmente por Waterman et al. (2008) para este constructo.

El cuestionario QEWB, con su modelo de seis componentes, resulta coincidente con la idea inicialmente propuesta desde la teoría por Waterman et al. (2010). El cuestionario mostró un buen ajuste a los datos dentro del análisis factorial confirmatorio en su modelo de seis componentes. Los datos indican que puede ser útil para identificar el bienestar eudaimónico en adolescentes. Tomados en conjunto, los resultados indican que el QEWB es una medida robusta y válida para la medida del bienestar eudaimónico.

Conviene indicar que los ítems 3, 7, 12, 16 y 18 están redactados de forma negativa, lo que puede causar confusión en la persona evaluada. Además, aunque el ítem 10 tiene una redacción positiva está redactado de una manera doblemente negativa, lo que puede confundir al encuestado. Metodológicamente, los ítems de frase invertida a menudo se critican por causar confusión, ser complicados y agruparse en el análisis factorial, en contra de las expectativas teóricas. Debido a estas razones, no es raro que los expertos recomienden el uso de elementos con frases positivas en los instrumentos de medición (DeVellis, 2012).

Como debilidades del estudio señalar que aunque la muestra es amplia serían necesarios estudios de tipo longitudinal que permitiesen evaluar el desarrollo del bienestar eudaimónico. Además, a menudo se critica a los psicólogos positivos por centrar sus investigaciones principalmente en los países occidentales desarrollados (Selin y Davey, 2012), por lo que en futuros trabajos debería incluirse también a otros países y culturas. La investigación también puede y debe ampliarse a otros constructos como el bienestar hedónico, los afectos o la autoestima para estudiar su vinculación con estas variables, que complementen el estudio y comprensión del concepto de bienestar subjetivo (Merino y Privado, 2015).

Como perspectivas de futuro, aun cuando todavía hay mucho trabajo por hacer con respecto a la medición del bienestar eudaimónico, los resultados evidencian la importancia del trabajo en estos aspectos desde la escuela, implementando nuevos programas educativos específicos que trabajen estos constructos en la escuela, indicando en este sentido la necesidad de abordar el desarrollo de este bienestar eudaimónico que puede ayudar al desempeño social, personal y emocional de la persona. Los resultados de la investigación nos animan a seguir buscando nuevas preguntas que nos ayuden a definir metodologías y encontrar algunas respuestas que nos permitan avanzar en la construcción del desarrollo socioafectivo de la persona.

Como principal conclusión, la presente investigación sugiere que el bienestar eudaimónico en los adolescentes puede ser valorado con el cuestionario QEWB, que se ha mostrado como una medida psicométricamente eficaz, con una validez factorial fuerte y una adecuada consistencia interna, además de ser una herramienta breve y fácil de administrar. Por último, esta investigación contribuye a mejorar la medición del bienestar en los adolescentes, cuestión que puede servir a docentes y sanitarios para identificar y abordar los déficits de bienestar, trabajar su desarrollo y proporcionar líneas educativas más claras a la hora de abordar estos aspectos. La importancia de las implicaciones de estas cuestiones sugiere que esta tarea de búsqueda y desarrollo del bienestar debería ser una prioridad para todas aquellas personas implicadas en el trabajo con adolescentes.

Extended Summary

Historically, subjective well-being has been explained from its two classic conceptions: the hedonic and eudaimonic perspectives (Baptista et al., 2016). The hedonic view is referred to as the one that provides pleasure or relates to it, and is linked to the subjective experience of pleasure, regardless of the sources from which that pleasure derives, considering that subjective well-being reflects an internal state that encompasses a variety of subjective evaluations on the quality of life in a broad sense (Kahneman, Diener, & Schwarz, 1999). On the other hand, eudaimonia is focused on factors that promote personal growth and the realization of one’s human potential. The eudaimonic perspective considers that subjective well-being is a long-term state of positive psychological functioning, the result of a state of commitment to the various developmental and existential challenges of life, meaning, and self-reflection (Ryan & Deci, 2001; Waterman, 1998).

The objectives of the present study were twofold: on the one hand, to evaluate the possibility of using the QEWB Eudaimonic Wellbeing Scale with adolescent population as an instrument for assessing this well-being. In this regard, in addition to the eudaimonic well-being questionnaire, a personality test was selected (ZKPQ-50-CC; Aluja et al., 2006) and an emotional intelligence questionnaire (TEIQue-SF; Petrides & Furnham, 2012) that understands this as a possible trait inherent to well-being. The research consisted of two studies. In the first study, the translation of the QEWB scale into Spanish was carried out and its internal consistency, factor structure, and convergent validity were evaluated. In the second study, the confirmatory factor analysis of the scale was performed. Therefore, the objective of our work was to adapt the questionnaire of Waterman et al. (2010) to measure the eudaimonic well-being of the adolescent population, analyzing its psychometric properties (construct validity, factorial structure, and internal consistency).

The research sample for the two studies consisted of 1,031 Secondary students: 509 males (49.37%) and 522 females (50.63%); participants’ average age was 14.91 years, with a range of 12 to 17 years. Participation of all the subjects was voluntary. They signed the informed consent and the ethical norms were respected following the Declaration of Helsinki (2002).

A number of questionnaires were used in the research. First, the QEWB Eudaimonic Wellbeing Questionnaire (Waterman et al., 2010) was used. In the present research, the reliability of the scale was α = .84, similar to the original scale (α = .83). The other questionnaires used were the Emotional Intelligence Questionnaire TEIQue-SF, the Trait Emotional Intelligence Questionnaire (Petrides, 2009), based on the theory and model of the EI trait whose reliability of the scale was α = .81, and the personality questionnaire ZKPQ-50-CC (Aluja et al., 2006) that evaluates an individual’s personality through self-report, presenting a high internal consistency (α = .78) and adequate convergent validity. In this sample, Cronbach’s alpha was .82.

The results of the two studies were:

Study 1: Construct validity. The objective of this research was to validate the QEWB questionnaire (Waterman et al., 2010). After carrying out the translation process, the first step was to study the construct validity of the questionnaire. The principal components method with Varimax rotation was used once the viability of the factorial analysis was verified with the following criteria: the correlation matrix presented a large number of correlations (87.30%) with a value greater than .30 with a determinant equal to .002 and the result of Bartlett’s sphericity test showing that the variables were not independent (Bartlett test = 1,804.38, p < .001). The Kaiser Meyer Adequacy (KMO) test of sample adequacy was .85, which is above .70 and, therefore, can be considered “good” (Hutcheson & Sofroniou, 1999).

The matrix of components extracted through the analysis of main components shows the resulting components and the items of the questionnaire included in each of them, as well as their corresponding saturations. In this study, the scales showed a value lower than 3, which indicates good fit and internal validity.

In order to verify the reliability of the instrument, the internal consistency of the test was calculated by means of the Cronbach coefficient, reaching all the items in the questionnaire a Cronbach’s alpha higher than .80.

Study 2: Confirmatory factor analysis. For the study of the internal structure, the confirmatory factor analysis was used. The result of the model of structural equations by means of the method of extraction of maximum likelihood confirmed the adequacy of the model: χ2 (346) = 621,10; p <0.001; χ2/gl = 1.79, CFI = .94, NFI = .88, TLI = .93, RMSEA = .05, 95% CI [.04-.05].

As main conclusions, the present research suggests that eudaimonic well-being in adolescents can be assessed with the QEWB questionnaire, which has been shown as a psychometrically effective measure, with strong factorial validity and adequate internal consistency, besides being a brief and easy-to-administer tool. Finally, this research contributes to improving the measurement of well-being in adolescents, an issue that can help teachers and health professionals to identify and address welfare deficits, work on their development, and provide clearer educational lines when addressing these aspects. The importance of the implications of these issues suggests that this task of seeking and developing well-being should be a priority for people working with adolescents.

As weaknesses of this study, it should be noted that, although the sample is broad, longitudinal studies would be necessary to evaluate the development of eudaimonic well-being.

As future prospects, even though there is still a lot of work to be done regarding the measurement of eudaimonic well-being, the results show the importance of working on these aspects from the school, implementing new specific educational programs encompassing these constructs at school, pointing in this sense to the need to address the development of this eudaimonic well-being that can help adolescents’ social, personal, and emotional performance.

Para citar este artículo: Salavera, C. y Usán, P. (2019). Propiedades psicométricas del cuestionario QEWB de bienestar eudaimónico en adolescentes. Psicología Educativa, 25, 139-146. https://www.doi.org/10.5093/psed2019a3

Referencias

Para citar este artículo: Salavera, C. y Usán, P. (2019). Propiedades Psicométricas del Cuestionario QEWB de Bienestar Eudaimónico en Adolescentes. Psicología Educativa, 25, 139 - 146. https://doi.org/10.5093/psed2019a3

Correspondencia: salavera@unizar.es (C. Salavera).

Copyright © 2019. Colegio Oficial de Psicólogos de Madrid

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